全 文 ：＊通讯作者，ｌｉｕｙａｎｇ４３０２０９＠１６３．ｃｏｍ
收稿日期：２０１５－０３－１０；修回日期：２０１５－０５－１１
基金项目：农业科技成果转化项目；国家牧草产业技术体系
（ＣＡＲＳ－３５－３４）；动物胚胎工程及分子育种湖北省重点实验室开放课
题其他类（２０１３ＺＤ２００～２９９）
作者简介：田宏（１９７８－ ），女，陕西省周至县人，副研究员，硕士，
２００４年毕业于甘肃农业大学，主要从事草种质资源收集、保护和育
种工作，已发表相关论文３５篇，出版专著１部，参编９部，Ｅ－ｍａｉｌ：
ｔｈｄｚｑ＠１２６．ｃｏｍ．
文章编号：１６７３－５０２１（２０１５）０４－０１０８－０６
行距和播量对江夏扁穗雀麦鲜草
和种子产量的影响
田　宏，刘　洋＊，张鹤山，蔡　化，熊军波
（湖北省农业科学院畜牧兽医研究所／湖北省动物胚胎工程及分子育种重点实验室，湖北　武汉　４３０２０９）
摘要：采用二次通用旋转组合设计，研究行距和播种量对江夏扁穗雀麦鲜草和种子产量的影响。结果表明，行
距和播种量对江夏扁穗雀麦鲜草产量影响显著，在一定范围内鲜草产量随播种量的增加呈先增后减趋势，但与行距
呈极显著负相关；种子产量主要受栽培行距的影响，其随着行距的增加表现为下降趋势；在行距２０ｃｍ、播种量２２．５
～３０．０ｋｇ／ｈｍ２ 栽培条件下鲜草产量最高；在行距２０～３０ｃｍ、播种量１５．０～３０．０ｋｇ／ｈｍ２ 时种子产量相对较高。
关键词：行距；播种量；扁穗雀麦；鲜草产量；种子产量
中图分类号：Ｓ５４４．９　　　文献标识码：Ａ
　　江夏扁穗雀麦（Ｂｒｏｍｕｓ　ｃａｒｔｈａｒｔｉｃｕｓ　Ｖａｈｌ．ｃｖ．
Ｊｉａｎｇｘｉａ））是湖北省农业科学院畜牧兽医研究所经
近十年栽培驯化培育的牧草新品种，２０１２年通过国
家牧草品种审定委员会审定。该品种冬季青绿，生
长速度快，再生性强，营养期粗蛋白质含量１６．５％，
年可刈割３～５次，鲜草平均产量５１６０９ｋｇ／ｈｍ２，是
长江流域及以南地区冬春缺草季节优良的供青牧
草。目前，关于扁穗雀麦的研究不多，仅见于种子特
性［１］、抗逆性［２］、草地建设［３～４］和适应性［５］等方面，
尤其在扁穗雀麦高产栽培技术方面研究更少。
二次通用旋转组合设计，一方面保留了回归正
交设计的优点，即试验次数少、计算简单、部分地消
除了回归系数的相关性，即牺牲部分的正交性而获
得了旋转性；另一方面，有助于克服回归正交设计中
二次回归预测值的方差依赖于试验点在因子空间中
位置的缺点。因此，该方法在牧草抗逆性评价、施用
肥料效果和混播草地优化组合模式研究中广泛应
用［６～７］。本研究以江夏扁穗雀麦的鲜草产量和种子
产量为指标，采取二次通用旋转组合设计对播种行
距和播种量进行优化，为江夏扁穗雀麦在实际生产
中的推广利用提供科学依据。
１　材料与方法
１．１　试验地概况
试验设在湖北省武汉市江夏区金水闸畜牧所牧
草种质资源圃，位于东经１１４°１０′、北纬３０°１８′，海拔
２５．７～３１．３ｍ，属亚热带湿润季风气候。年均温１６．
７℃，年降水量１２７７ｍｍ，无霜期２１０～２５０ｄ。土壤
瘠薄粘重，结构性差，保水、保肥能力差。ｐＨ５．６，呈
酸性，含有机质１．８６％，碱解氮９１．８ｍｇ／ｋｇ，有效
磷２０．０ｍｇ／ｋｇ，有效钾１２８ｍｇ／ｋｇ。
１．２　试验材料
试验材料为江夏扁穗雀麦，２０１２年通过国家草
品种审定委员会审定，登记号为４４５。
１．３　试验设计
试验运用二因素（播种量、播种行距）二次通用
旋转组合设计，各因素上下限及零水平设计见表１。
播前施豆饼７５０ｋｇ／ｈｍ２ 和复合肥４５０ｋｇ／ｈｍ２，旋
耕，耙平待播。按照设计共有１３个处理，处理小区
面积８ｍ２（２ｍ×４ｍ），各小区间距６０ｃｍ，６次重复，
表１　行距和播种量两因素水平编码
Ｔａｂｌｅ　１　Ｅｘｐｅｒｉｍｅｎｔ　ｃｏｄｅｓ　ｆｏｒ　ｌｅｖｅｌｓ　ｏｆ　ｒｏｗ　ｓｐａｃｅ
ａｎｄ　ｓｅｅｄｉｎｇ　ｒａｔｅ
处理水平
Ｌｅｖｅｌ
编码Ｃｏｄｅ 因素Ｆａｃｔｏｒｓ
Ｘ１ Ｘ２
行距（ｃｍ）
Ｒｏｗ　ｓｐａｃｅ
播种量（ｋｇ／ｈｍ２）
Ｓｅｅｄｉｎｇ　ｒａｔｅ
＋ｒ　 １．４１４　 １．４１４　 ６０　 ３７．５
＋１　 １．０００　 １．０００　 ５０　 ３０．０
０　 ０　 ０　 ４０　 ２２．５
－１ －１．０００ －１．０００　 ３０　 １５．０
－ｒ －１．４１４ －１．４１４　 ２０　 ７．５
８０１
第３７卷　第４期
Ｖｏｌ．３７　Ｎｏ．４
　　　　　　　　　
中　国　草　地　学　报
Ｃｈｉｎｅｓｅ　Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｇｒａｓｓｌａｎｄ
　　　　　　　　　
２０１５年７月
Ｊｕｌ．２０１５
其中３个重复用于测定牧草产量，３个重复用来测
定种子产量。按不同播种量和行距进行，播种时间
为２０１２年９月１７日。
１．４　测定方法
牧草测产组第一次刈割标准为分蘖期，植株绝
对高度约３０ｃｍ，之后刈割标准稍高，当株高达４０ｃｍ
左右时进行，留茬高度５～８ｃｍ，产草量包括第一次
刈割的产量和再生草产量；种子测产组在小区７０％
～８０％植株种子成熟时进行收获。
１．５　数据分析
采用ＤＰＳ　ｖ７．０５数据处理软件进行二次通用
旋转组合试验设计，以鲜草产量和种子产量为评价
指标建立数学模型，对试验数据进行统计分析。
２　结果与分析
２．１　数学模型的建立与检验
二次通用旋转试验方案及试验结果见表２。由
此可知，所选不同因素水平种植江夏扁穗雀麦，其鲜
草产量和种子产量差异较大，其中鲜草产量在
３２９６１．１０～６１１４９．１０ｋｇ／ｈｍ２ 之间，而种子产量在
不同处理下差异相对较小，其最高产量是最低值的
１．３５倍。
表２　二次通用旋转组合设计试验方案和结果
Ｔａｂｌｅ　２　Ｑｕａｄｒａｔｉｃ　ｇｅｎｅｒａｌ　ｒｏｔａｒｙ　ｄｅｓｉｇｎ　ｆｏｒ　ｔｅｓｔｉｎｇ　ｐｒｏｇｒａｍ　ａｎｄ　ｔｈｅ　ｒｅｓｕｌｔｓ
处　理
Ｔｒｅａｔｍｅｎｔｓ
Ｘ１ Ｘ２
行距（ｃｍ）
Ｒｏｗ　ｓｐａｃｅ
播种量
（ｋｇ／ｈｍ２）
Ｓｅｅｄｉｎｇ　ｒａｔｅ
鲜草产量
（ｋｇ／ｈｍ２）
Ｆｒｅｓｈ　ｙｉｅｌｄ
种子产量
（ｋｇ／ｈｍ２）
Ｓｅｅｄ　ｙｉｅｌｄ
１　 １　 １　 ５０　 ３０．０　 ４７９５６．５７　 １６１６．３１
２　 １ －１　 ５０　 １５．０　 ３２９６１．１０　 １５５３．６１
３ －１　 １　 ３０　 ３０．０　 ５５３３７．２６　 １８５５．７６
４ －１ －１　 ３０　 １５．０　 ４３４９１．７４　 １８６６．１０
５ －１．４１４２　 ０　 ２０　 ２２．５　 ６１１４９．１０　 １９７３．１５
６　 １．４１４２　 ０　 ６０　 ２２．５　 ３８５５９．３０　 １４５６．８９
７　 ０ －１．４１４２　 ４０　 ７．５　 ３６７０２．３８　 １６３８．６５
８　 ０　 １．４１４２　 ４０　 ３７．５　 ４１７２２．８９　 １６６７．３３
９　 ０　 ０　 ４０　 ２２．５　 ５３７０５．５８　 １６０１．６３
１０　 ０　 ０　 ４０　 ２２．５　 ４８４９８．９４　 １６９７．６８
１１　 ０　 ０　 ４０　 ２２．５　 ４８４１３．２２　 １７９５．５６
１２　 ０　 ０　 ４０　 ２２．５　 ４６４２５．７２　 １５１４．２６
１３　 ０　 ０　 ４０　 ２２．５　 ５３９８６．１０　 １６４２．１５
　　利用ＤＰＳ软件对牧草鲜草产量与行距、播种量
两因素进行分析，得到二次回归模型为：Ｙ１ ＝
５０２０５．９１１９９－６２３２．２６６４８Ｘ１＋４２４２．６３２９７Ｘ２－
７５．０４３４５Ｘ２１－５３９５．８２６１３Ｘ２２＋７８７．４８７５０Ｘ１Ｘ２。根
据试验结果进行方差分析，结果见表３。
表３　鲜草产量试验结果方差分析
Ｔａｂｌｅ　３　Ｖａｒｉａｎｃｅ　ａｎａｌｙｓｉｓ　ｏｆ　ｆｒｅｓｈ　ｙｉｅｌｄ
变异来源
Ｖａｒｉａｔｉｏｎ
ｓｏｕｒｃｅｓ
平方和
ＳＳ
自由度
ＤＦ
均方
ＭＳ
偏相关
Ｐａｒｔｉａｌ
ｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎ
Ｆ值
Ｆ　ｖａｌｕｅ
Ｐ值
Ｐ　ｖａｌｕｅ
Ｘ１ ３１０７２９１５８．５１　 １　 ３１０７２９１５８．５１ －０．８４８７　 １８．０３３１　 ０．００３８
Ｘ２ １４３９９９４７３．９６　 １　 １４３９９９４７３．９６　 ０．７３７７　 ８．３５７　 ０．０２３３
Ｘ２１ ３９１７５．７９　 １　 ３９１７５．７９ －０．０１８　 ０．００２３　 ０．９６３３
Ｘ２２ ２０２５３８７００．７６　 １　 ２０２５３８７００．７６ －０．７９１７　 １１．７５４３　 ０．０１１
Ｘ１Ｘ２ ２４８０５４６．２５　 １　 ２４８０５４６．２５　 ０．１４２　 ０．１４４　 ０．７１５６
回归 ６６２５４５６６２．７５　 ５　 １３２５０９１３２．５５ Ｆ２＝７．６９０１４　 ０．０１９６
剩余 １２０６１７３４９．９９　 ７　 １７２３１０５０．００
失拟 ７３６６２５０２．９９　 ３　 ２４５５４１６７．６６ Ｆ１＝２．０９１７３　 ０．１８９８
误差 ４６９５４８４７．００　 ４　 １１７３８７１１．７５
总和 ７８３１６３０１２．７４　 １２
９０１
田　宏　刘　洋　张鹤山等　　　行距和播量对江夏扁穗雀麦鲜草和种子产量的影响
　　由表 ３ 可知，Ｙ１ 回归方程失拟检验 Ｆ１＝
２．０９１７２＜Ｆ０．０５（３，４）＝６．５９不显著，说明未知因素
对试验结果干扰很小；显著性检验Ｆ２＝７．６９０１４＞
Ｆ０．０５（５，７）＝３．９７显著，说明模型的预测值与实测
值拟合很好。回归显著，拟合不足不显著，故上面给
出的二次回归模型是合适的。对回归系数进行显著
性检验，经分析得出Ｘ１ 差异达极显著（ｐ＜０．０１）水
平，Ｘ２、Ｘ２２ 达显著水平（ｐ＜０．０５），Ｘ１２ 和Ｘ１Ｘ２ 差
异均未达显著水平。剔除α＝０．１０的不显著项后得
回归方程 Ｙ１＝５０２０５．９１１９９－６２３２．２６６４８Ｘ１＋
４２４２．６３２９７Ｘ２－５３９５．８２６１３Ｘ２２。
以种子产量为目标函数，利用通用旋转组合设
计进行分析，得到二次回归模型为：
Ｙ２＝１６５０．２５６００－１６０．２５５２４Ｘ１＋１１．６１４９６Ｘ２
＋４２．１１７００Ｘ１２＋１１．１０２００Ｘ２２＋１８．２６０００Ｘ１Ｘ２。
根据试验结果进行方差分析，结果见表４。
表４　种子产量试验结果方差分析
Ｔａｂｌｅ　４　Ｖａｒｉａｎｃｅ　ａｎａｌｙｓｉｓ　ｏｆ　ｓｅｅｄ　ｙｉｅｌｄ
变异来源
Ｖａｒｉａｔｉｏｎ
ｓｏｕｒｃｅｓ
平方和
ＳＳ
自由度
ＤＦ
均方
ＭＳ
偏相关
Ｐａｒｔｉａｌ
ｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎ
Ｆ值
Ｆ　ｖａｌｕｅ
Ｐ值
Ｐ　ｖａｌｕｅ
Ｘ１ ２０５４５３．９　 １　 ２０５４５３．９ －０．８９４５　 ２８．０３１８　 ０．００１１
Ｘ２ １０７９．２５８　 １　 １０７９．２５８　 ０．１４３５　 ０．１４７３　 ０．７１２６
Ｘ１２　 １２３３９．７７　 １　 １２３３９．７７　 ０．４４０３　 １．６８３６　 ０．２３５６
Ｘ２２　 ８５７．４２２　 １　 ８５７．４２２　 ０．１２８２　 ０．１１７　 ０．７４２４
Ｘ１Ｘ２ １３３３．７１　 １　 １３３３．７１　 ０．１５９２　 ０．１８２　 ０．６８２５
回归 ２２０４２９．３　 ５　 ４４０８５．８５ Ｆ２＝６．０１５０１　 ０．０３２８
剩余 ５１３０５．１６　 ７　 ７３２９．３０８
失拟 ７０１７．７６１　 ３　 ２３３９．２５４ Ｆ１＝０．２１１２８　 ０．８８５５
误差 ４４２８７．４　 ４　 １１０７１．８５
总和 ２７１７３４．４　 １２
　　由表 ４ 可知，Ｙ２ 回归方程失拟检验 Ｆ１＝
０．２１１２８＜Ｆ０．０５（３，４）＝６．５９不显著，说明未知因素
对试验结果干扰很小；显著性检验Ｆ２＝６．０１５０１＞
Ｆ０．０５（５，７）＝３．９７显著，说明模型的预测值与实测
值拟合很好。回归显著，拟合不足不显著，故上面给
出的二次回归模型是合适的。对回归系数进行分析
得出，Ｘ１ 差异达极显著水平（ｐ＜０．０１），其余 Ｘ２、
Ｘ１２、Ｘ２２ 和Ｘ１Ｘ２ 均未达显著水平；剔除α＝０．１０的
不显 著 项 后 得 回 归 方 程 Ｙ２ ＝１６５０．２５６００－
１６０．２５５２４Ｘ１。
２．２　主因子效应分析
设计中各因素经无量纲线性编码处理，且各一
次项回归系数间与交互项、平方项的回归系数都是
不相关的，因此可以从建立的回归方程的偏回归系
数绝对值大小判断因子的重要程度，系数的正负表
示因子效应作用的方向［８］。因此可以看出，因子Ｘ１
（行距）对鲜草产量和种子产量的影响是负效应，而
Ｘ２（播种量）的影响是正效应，且Ｘ１ 系数大于Ｘ２，说
明行距对鲜草产量和种子产量的影响较播种量更大
些。
２．３　单因素效应分析
根据试验结果对单因素进行效应分析，令其中
一个因素处于零水平，可以看出另外一个因素对牧
草产量和种子产量的影响。结果见图１和图２。由
图１可知，Ｘ１ 对Ｙ１ 的影响较大，且随着Ｘ１ 增加Ｙ１
逐渐减少，当 Ｘ１ 的试验水平为１．４１４（即行距为
６０ｃｍ）时牧草产量仅为４１３９２ｋｇ／ｈｍ２。Ｘ２ 对Ｙ１ 的
影响与之不同，当试验水平在－１．４１４与０．５之间
时，Ｙ２ 值逐渐增加，随后随着编码值的增大反而下
降。由图２可知，Ｙ２ 仅与Ｘ１ 相关，且随着其取值的
增加而减少。
２．４　交互效应分析
由表３和表４可知，Ｘ１ 和Ｘ２ 两因素对江夏扁
穗雀麦鲜草和种子产量的交互项偏回归系数均未达
显著水平，即各因素间的交互作用不显著，因此本研
究在此不作分析。
２．５　最佳播种条件的选择
由于本试验只存在单因素效应，所以根据行距和
播种量两因素对鲜草产量的影响可以得出：当行距在
－１．４１４水平（即２０ｃｍ）、播种量处０～１水平（即２２．５
～３０．０ｋｇ／ｈｍ２）时，可获得江夏扁穗雀麦鲜草产量的
最大值；对于种子产量而言，两因素不存在交互作用，
但行距在－１～－１．４１４水平（即２０～３０ｃｍ）、播种量
在１５．０～３０．０ｋｇ／ｈｍ２ 时，产量均相对较高。
０１１
中国草地学报　２０１５年　第３７卷　第４期
图１　各单因子与鲜草产量的关系
Ｆｉｇ．１　Ｔｈｅ　ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ　ｂｅｔｗｅｅｎ　ｅｘｐｅｒｉｍｅｎｔａｌ　ｆａｃｔｏｒｓ　ａｎｄ　ｆｒｅｓｈ　ｙｉｅｌｄ
图２　各单因子与种子产量的关系
Ｆｉｇ．２　Ｔｈｅ　ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ　ｂｅｔｗｅｅｎ　ｅｘｐｅｒｉｍｅｎｔａｌ　ｆａｃｔｏｒｓ　ａｎｄ　ｓｅｅｄ　ｙｉｅｌｄ
３　讨论
３．１　播量和行距对江夏扁穗雀麦牧草产量的影响
植物的种植密度在很大程度上影响群体结构，
而合理的群体结构与作物的产量密度相关，其通过
内部小气候因子和土壤微环境的变化显著影响作物
产量，适宜的密度可最大限度地利用水、肥、光、热和
空间，从而获得高产［９］。本研究结果表明，江夏扁穗
雀麦鲜草产量与播种量呈显著正相关，播量在７．５
～３０．０ｋｇ／ｈｍ２ 范围内牧草产量表现出逐渐增加的
趋势，但当播量增加到３７．５ｋｇ／ｈｍ２ 时产量降低；
而在２０～６０ｃｍ的栽培行距范围内，鲜草产量与之
呈极显著负相关。张建波等［１０］在研究扁穗雀麦在
梨园中种植也得出同样结论，即在较高播种量下牧
草产量大于低播种量，在同一播种量水平下行距小
的产量最高。植物一般在较低播量下个体发育相对
较好，但因基础苗稀少总体生物产量仍相对较低；而
高播量又会造成群体通风透光差，尤其在南方雨水
较多条件下植株重心增高、倒伏指数增加，造成产量
减少现象，牧草随种植密度的增加产量表现先增后
减的趋势在垂穗披碱草、紫花苜蓿、红三叶等植物中
也普遍存在［１１～１３］。
３．２　播量和行距对江夏扁穗雀麦种子产量的影响
牧草种子的产量是种子生产的首要问题，而合
理的植株密度是种子田高产的基础，行距和播种量
则是调控田间植株密度的主要方式。朱振磊等［１４］
在３个不同地区同时进行的试验中发现，在无芒雀
麦种子生产中，同一地区行距是影响其产量的主要
因素，播种第２年的３０ｃｍ行距种子产量显著高于
５０ｃｍ、７０ｃｍ和９０ｃｍ的处理，播种量对种子产量没
有显著影响。这与本试验中江夏扁穗雀麦种子产量
与播种量的变化相关性不显著而与行距变化呈极显
著负相关相一致。在种子生产时，宽行距固然有利
于植株个体良好发育，通过植株有效分枝数、花序
数、单穗籽粒数等来影响种子产量，但并非宽行距就
一定优于窄行距，研究表明虉草种子产量随行距增
加而下降，３０ｃｍ 行距种子产量分别比５０ｃｍ 和
７０ｃｍ 行距高 ２３．６１％ 和 ３３．８７％，且差异极显
１１１
田　宏　刘　洋　张鹤山等　　　行距和播量对江夏扁穗雀麦鲜草和种子产量的影响
著［１５～１６］（Ｐ＜０．０１）。韩云华等对紫羊茅连续三年的
种子产量测定中也发现，３０ｃｍ的小行距下种子产量
最高，随着行距的增大实际种子产量和潜在种子产
量均出现显著下降［１７］。对禾本科牧草而言，种子产
量与单位面积分蘖数、单位面积生殖枝数、每生殖枝
的小穗数、每小穗的小花数、每小穗的种子数、每花
序的种子数、每花序的种子重及千粒重这些因素有
着密切的关系。杨世忠等对扁穗雀麦单株性状与种
子产量的通径分析也发现，结实率、花序种子数和千
粒重是构成其种子产量的主要因子［１８］。但在行距
和播种量的双重因素影响下，影响江夏扁穗雀麦种
子产量构成因子有哪些，在本试验中未进行深入研
究，这将是我们今后着重开展的工作。
４　结论
４．１　江夏扁穗雀麦鲜草产量受行距和播种量影响
较大，其中行距是主要因素，其次为播种量，但两者
之间不存在互作效应。行距与鲜草产量呈极显著负
相关，即在行距２０～６０ｃｍ范围内牧草产量随着行
距的增加而逐渐减少；但播种量对鲜草产量的影响
与之相反，播量在７．５～２６．２５ｋｇ／ｈｍ２ 时牧草产量
逐渐增加，之后随着播种量的增加鲜草产量表现为
下降趋势。
４．２　在本试验设置的播种量范围内，扁穗雀麦种子
产量受其影响不显著，但与行距变化呈极显著负相
关，即随着行距的增加种子产量逐渐减少。
４．３　因本试验只存在单因素效应，为此根据行距和
播种量两因素影响得出，在行距２０ｃｍ、播种量２２．５
～３０．０ｋｇ／ｈｍ２ 时江夏扁穗雀麦鲜草产量最高，在
行距２０～３０ｃｍ、播种量１５．０～３０．０ｋｇ／ｈｍ２ 时种子
产量相对较高。
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Ｆｏｒａｇｅ　ａｎｄ　Ｓｅｅｄｓ　ｏｆ　Ｂｒｏｍｕｓｃａｒｔｈａｒｔｉｃｕｓｃｖ．Ｊｉａｎｇｘｉａ
ＴＩＡＮ　Ｈｏｎｇ，ＬＩＵ　Ｙａｎｇ，ＺＨＡＮＧ　Ｈｅ－ｓｈａｎ，ＣＡＩ　Ｈｕａ，ＸＩＯＮＧ　Ｊｕｎ－ｂｏ
（Ｉｎｓｔｉｔｕｔｅ　ｏｆ　Ｐｏｕｌｔｒｙ　ａｎｄ　Ｖｅｔｅｒｉｎａｒｉａｎ，Ｈｕｂｅｉ　Ａｃａｄｅｍｙ　ｏｆ　Ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ　Ｓｃｉｅｎｃｅ，Ｋｅｙ　Ｌａｂｏｒａｔｏｒｙ
ｆｏｒ　Ａｎｉｍａｌ　Ｅｍｂｒｙｏ　Ｅｎｇｉｎｅｅｒｉｎｇ　ａｎｄ　Ｍｏｌｅｃｕｌａｒ　Ｂｒｅｅｄｉｎｇ　ｏｆ　Ｈｕｂｅｉ　Ｐｒｏｖｉｎｃｅ，Ｗｕｈａｎ　４３００６４，Ｃｈｉｎａ）
Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｔｈｅ　ｅｆｆｅｃｔｓ　ｏｆ　ｒｏｗ　ｓｐａｃｅ　ａｎｄ　ｓｅｅｄｉｎｇ　ｒａｔｅ　ｏｎ　ｙｉｅｌｄ　ｏｆ　ｆｒｅｓｈ　ｆｏｒａｇｅ　ａｎｄ　ｓｅｅｄｓ　ｏｆ　Ｂｒｏｍｕｓ
ｃａｒｔｈａｒｔｉｃｕｓＶａｈｌ．ｃｖ．Ｊｉａｎｇｘｉａ　ｂｙ　ｕｓｉｎｇ　ｑｕａｄｒａｔｉｃ　ｇｅｎｅｒａｌ　ｒｏｔａｒｙ　ｄｅｓｉｇｎ　ｗｅｒｅ　ｓｔｕｄｉｅｄ　ｉｎ　Ｈｕｂｅｉ　Ｐｒｏｖｉｎｃｅ，
Ｃｈｉｎａ．Ｔｈｅ　ｒｅｓｕｌｔｓ　ｓｈｏｗｅｄ　ｔｈａｔ　ｔｈｅ　ｓｐａｃｉｎｇ　ａｎｄ　ｓｅｅｄｉｎｇ　ｒａｔｅ　ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｌｙ　ａｆｆｅｃｔｅｄ　ｔｈｅ　ｆｒｅｓｈ　ｙｉｅｌｄ　ａｎｄ　ｉｔ
ｓｈｏｗｅｄ　ｔｈｅ　ｔｒｅｎｄ　ｏｆ　ｉｎｃｒｅａｓｉｎｇ　ｆｉｒｓｔ　ａｎｄ　ｔｈｅｎ　ｄｅｃｒｅａｓｉｎｇ　ｗｉｔｈ　ｔｈｅ　ｉｎｃｒｅａｓｉｎｇ　ｏｆ　ｓｅｅｄｉｎｇ　ｒａｔｅ　ｗｉｔｈｉｎ　ａ　ｃｅｒｔａｉｎ
ｒａｎｇｅ．Ｂｕｔ　ｔｈｅ　ｆｒｅｓｈ　ｙｉｅｌｄ　ｗａｓ　ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｌｙ　ｎｅｇａｔｉｖｅｌｙ　ｃｏｒｒｅｌａｔｅｄ　ｗｉｔｈ　ｔｈｅ　ｒｏｗ　ｓｐａｃｅ．Ｓｅｅｄ　ｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎ　ｗａｓ
ｍａｉｎｌｙ　ａｆｆｅｃｔｅｄ　ｂｙ　ｔｈｅ　ｒｏｗ　ｓｐａｃｅ，ｗｈｉｃｈ　ｗａｓ　ｄｅｃｒｅａｓｅｄ　ｗｉｔｈ　ｔｈｅ　ｉｎｃｒｅａｓｉｎｇ　ｏｆ　ｒｏｗ　ｓｐａｃｅ．Ｔｈｅ　ｆｒｅｓｈ　ｙｉｅｌｄ
ｒｅａｃｈｅｄ　ｔｈｅ　ｈｉｇｈｅｓｔ　ｕｎｄｅｒ　ｔｈｅ　ｒｏｗ　ｓｐａｃｅ　ｏｆ　２０ｃｍ　ａｎｄ　ｓｅｅｄｉｎｇ　ｒａｔｅ　ｏｆ　２２．５ｔｏ　３０．０ｋｇ／ｈａ．Ｆｏｒ　ｓｅｅｄ　ｐｒｏｄｕｃ－
ｔｉｏｎ，ｔｈｅ　ｐｒｏｐｅｒ　ｒｏｗ　ｓｐａｃｅ　ａｎｄ　ｓｅｅｄｉｎｇ　ｒａｔｅ　ｗｅｒｅ　２０ｔｏ　３０ｃｍ　ａｎｄ　１５．０ｔｏ　３０．０ｋｇ／ｈａ　ｒｅｓｐｅｃｔｉｖｅｌｙ．
Ｋｅｙ　ｗｏｒｄｓ：Ｒｏｗ　ｓｐａｃｅ；Ｓｅｅｄｉｎｇ　ｒａｔｅ；Ｂｒｏｍｕｓ　ｃａｒｔｈａｒｔｉｃｕｓ　Ｖａｈｌ；Ｆｒｅｓｈ　ｙｉｅｌｄ；Ｓｅｅｄｓ　ｙｉｅｌｄ
３１１
田　宏　刘　洋　张鹤山等　　　行距和播量对江夏扁穗雀麦鲜草和种子产量的影响